韩洁　 李定清

（重庆工商大学会计学院，重庆 400067）

摘要：自20世纪初以来，在实体经济产能过剩、增速放缓的背景下，我国实体企业金融化趋势日益明显，备受关注。本文基于A股制造业上市公司的数据，实证考察了产品竞争优势对企业金融化水平的影响。研究结果表明：产品市场竞争势力越强的企业，会出于投机动机提升金融化水平；且商业信用在其中起到部分中介作用。此外，本文还进行了产权性质分组检验，发现产品市场竞争优势对企业金融化的影响在非国有企业中显著，在国有企业中不显著。

关键词：产品市场竞争优势；商业信用；实体企业金融化

一、引言

近年来，在实体经济产能过剩、市场需求相对不足的情况下，实体企业增长放缓，实体投资利润率不断下降，为缓解融资压力、提高企业投资回报率，企业增持金融资产而减少实体投资，将大量资金投资于高回报率的金融业和房地产业，导致实体经济“脱实向虚”，走向金融化。实体企业金融化是实体企业追求单纯资本增值的一种趋势，企业为获得更多利润而增加金融资产投资、减少实体经营投资，企业的利润更多则是来自金融资产投资收益^[1]。大部分学者从外部环境的货币政策适度水平^[2]、经济政策不确定性^[3]、风险投资^[4]以及内部管理者特质中CEO金融经历^[5]、高管背景^[6]等方面研究企业金融化的成因，但少有文献从产品市场竞争的角度进行研究。产品市场竞争优势作为企业战略管理的重要内容，其对商业竞争模式和资源配置方式都会产生重要影响，其中就包括金融资产的投资决策等^[7]。商业信用是企业在生产经营中基于融资需求和经营性需求的产物，会影响企业的现金流水平，进而也可能影响金融化水平。因此本文将从“产品市场竞争优势—商业信用—金融化水平”这条路径进行深入分析，探寻影响企业金融化水平的因素。

二、理论分析与假设提出

1.产品竞争优势对企业金融化行为的影响

基于战略管理资源观，产品竞争优势是指企业相对于竞争对手而言所拥有的优势，这种优势可以使企业获得超过行业平均的收益水平。当一个企业的产品竞争势力较强时，一般属于行业的领导者，拥有良好的形象和口碑，消费者对其产品信任度高，产品需求旺盛，企业无需为产品销售烦恼，便可获得较高利润，并获取稳定的现金流。同时，产品竞争势力较强的企业拥有更高的定价权，可以通过掠夺性定价或者实施行为性障等方式来应对竞争对手或潜在进入者的威胁，以抵御外部风险，维持其市场地位，经营风险也更低。相对而言，在产品市场中竞争势力较低的企业往往是行业的追随者或模仿者，在核心技术、口碑形象、产品质量等方面通常都比不上领导企业，他们往往没有定价权，只能作为价格的接受者，在销售和采购中缺少话语权，现金回收也比较困难，面临的竞争也更为激烈，经营风险也更高，因此竞争势力较低的企业会选择提高现金持有量等方式，以应对竞争对手的进攻与威胁。现有研究对金融化成因的解释主要有预防性储蓄理论和金融资产“投资替代”理论。金融资产具有流动性强，变现成本低，短期投资收益率较高等特点，竞争势力不同的企业可能会基于预防动机或投机动机而持有金融资产。如果企业金融化更多的是出于蓄水池动机，那么产品竞争势力较低的企业现金持有量高，更容易投资金融资产。如果是出于投机动机，那么产品竞争势力高的企业拥有更多的利润和更稳定的现金流，更容易配置金融资产。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设H1a：若企业出于蓄水池动机，产品竞争势力越强的企业，金融化程度越低。

假设H1b：若企业出于投机动机，产品竞争势力越强的企业，金融化程度越高。

2.产品竞争优势、商业信用与企业金融化

产品市场竞争势力的高低会影响企业商业信用水平。市场竞争势力高的企业具有较强品牌影响力、良好信誉，现金流更稳定，往往能够更容易地通过正规金融市场（如股票市场、债券市场）以较低的成本直接融资，或者从金融机构那里获取优惠条件的贷款，对商业信用融资的依赖相对较小。相比之下，市场势力较低的企业不太容易达到银行贷款的要求，更多地选择商业信用融资，是商业信用获取方。而商业信用作为短期负债，需要及时偿还，市场势力较高的企业商业信用融资较少，不会有太大的还款压力，因此会出于投机动机将资金投入金融市场；而市场势力较低的企业更依赖于商业信用融资，还款压力可能会迫使市场势力较低的企业基于蓄水池动机而持有更多的金融资产。因此，本文提出如下假设：

假设H2：商业信用在产品市场竞争优势与企业金融化之间发挥了显著的中介效用。

3.产权性质异质性分析

基于我国特殊的国情，国有企业和非国有企业在受信任度、政策支持程度、融资约束程度等诸多方面都存在差异。相比于非国有企业而言，国有企业实际控制人是国家，受国家保护，信任度较高，社会资源也向其倾斜，因此更受银行的青睐，容易从银行获得贷款，受融资约束较小。以上因素可能会对企业金融化产生影响，因此有必要对公司的产权性质进行分组，以检验不同产权性质的企业产品市场竞争优势对企业金融化的影响程度是否存在差异。基于此，本文提出以下假设：

假设H3：不同产权性质企业，产品市场竞争优势对企业金融化的影响程度存在显著差异。

三、研究设计

1.数据来源与样本选择

本文以2007—2022年我国A股制造业上市公司作为初始样本，剔除ST、*ST类上市公司，以及在样本期间内数据严重缺失的企业，同时为降低异常值的影响，本文对所有连续变量都进行了1%和99%分位的缩尾处理，最后共得到26749个观测值。本文全部原始数据均来自于国泰安数据库（CSMAR）。

2.变量定义

（1）被解释变量：企业金融化水平

企业金融化水平可以从资产和利润两个角度来衡量，本文借鉴杜勇^[8]和卢曼倩^[7]等人的做法，用企业当期持有的金融资产与总资产的占比来衡量企业金融化水平。由于货币资金可能是由经营活动创造的，因此本文将其从金融资产中剔除。此外，由于投资性房地产是企业为了赚取租金或者资本增值而持有的资产，因此将其纳入本文的金融化水平的度量中。所以企业金融化水平按如下公式计算得出：

金融化水平（Fin）=（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款及垫款+可供出售金融资产+持有至到期投资+买入返售金融资产+投资性房地产）/总资产

（2）解释变量：产品市场竞争优势

本文借鉴吴育辉^[9]的做法，采用主成分分析法使用超额市场占有率、超额主营业务毛利率、超额获现率、超额资产回报率和超额营业收入增长率5个指标，提取累计贡献率超过85%的前4个主成分构建产品市场竞争优势综合指标（PCM）来衡量企业产品市场竞争优势。

（3）中介变量：商业信用

本文引入商业信用作为中介变量研究产品市场竞争优势与企业金融化问题。参考刘欢^[10]、吴育辉^[9]的做法使用净赊销率来衡量，具体计算公式如下：

商业信用（NTC）=（应付账款+应付票据+预收款项-应收票据-应收账款-预付款项）/营业收入总额

（4）控制变量

本文参考胡奕明^[11]、彭俞超^[3]等人的研究，控制了公司治理和公司财务特征等可能影响企业金融化的因素。公司治理层面包括董事会规模（Board）、股权集中度（Top1）、两职合一（Dual）等，财务特征控制变量包括公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产周转率（Turnover）、净资产收益率（Roe），此外还控制了年度和行业虚拟变量。

3.模型构建

为检验假设H1a和H1b，本文构建多元回归模型（1）以实证检验产品市场竞争优势对企业金融化水平的影响。

四、实证结果分析

1.描述性统计与相关性分析

描述性统计。表1是主要变量的描述性统计结果。从表1中可以看出，2007—2022年26749个样本中，金融化水平（Fin）的平均值为3.7%，标准差为0.074，最小值为0，最大值为40.3%，表明部分企业金融化水平严重偏高。企业产品市场竞争优势的综合得分在-0.723至0.84之间波动，标准差为0.265，说明不同企业竞争优势差异明显。

表1　各变量描述性统计

2.相关性分析

在总体回归之前，先对变量做了相关性检验。产品市场竞争优势综合得分（PCM）与金融化水平（Fin）之间的相关系数为0.087，在1%的水平上显著，初步证明假设H1b。同时其他主要解释变量与控制变量之间相关系数都较小，均在0.5以下，并且本文对所有变量进行了方差膨胀因子独立性检验，VIF值最大为1.88，远小于10，不存在明显的多重共线性问题。

3.基准回归结果分析

为考察产品市场竞争优势与企业金融化的关系，本文首先通过F检验得出固定效应模型优于混合回归模型，其次通过LM检验发现随机效应模型也优于混合回归模型，最后通过hausman检验最终选择了固定效应模型，回归结果如表2所示。表2中列（1）显示了未加控制变量，仅控制行业和年度的回归结果，产品市场竞争优势的系数显著为正，列（2）是加入了控制变量并控制了年度和行业效应的回归结果，系数为0.0138，并在1%的水平上显著为正，大部分控制变量也显著，说明产品市场竞争势力与企业金融化程度呈正相关关系，即企业产品市场竞争势力越强，企业的金融化程度越高，支持假设H1b，否定假设H1a。

表2　产品市场竞争优势与金融化的回归结果

4.中介效应机制检验

为检验商业信用的中介效应，本文对模型（2）（3）（4）进行逐步回归，回归结果如表3所示。表3列（2）显示产品市场竞争势力与净商业信用呈显著负相关，表明企业市场势力越强，提供的商业信用支持越多，商业信用融资越少，与吴育辉^[9]的结论基本一致。列（3）中产品市场竞争势力和商业信用的系数均显著，表明产品市场竞争优势降低了企业的净商业信用，从而影响企业金融化水平。列（3）中PCM的系数的绝对值较列（1）有所下降，说明商业信用在产品市场竞争势力对企业金融化的影响中起到部分中介效用，假设H2得到验证。

表3　中介效应检验的回归结果

5.产权性质分组回归结果

为检验假设H3，本文按照企业产权性质分为国有企业组和非国有企业组，分别对模型（1）进行回归，回归结果如表4所示。其中国有企业组共7641个观测值，产品市场竞争势力的系数为0.0026，但是不显著；非国有企业组共19108个观测值，系数为0.0121且在1%的水平上显著，说明两者存在明显差异，产品市场竞争优势对企业金融化的影响在非国有企业中更显著，在国有企业中不显著。可能是相比于国有企业而言，非国有企业认可度、信誉度较低，银行信贷较困难，更多地选择商业信用融资，是商业信用的获取方，基于负债治理效应更可能增加金融资产，以便在资金紧张时卖出金融资产，缓解资金压力，维系企业正常经营。

表4　产权性质分组检验回归结果

五、稳健性检验

1.内生性问题。如果企业过度金融化，严重脱离主业，造成实体投资不足，可能会反过来影响企业产品市场的竞争势力，因此考虑到产品市场竞争优势与企业金融化之间可能存在双向因果的内生性问题，本文选取滞后一期的产品市场竞争优势指标，作为工具变量，采用两阶段回归的方法进行稳健性检验，回归结果如表5列（1）所示，在排除内生性后前文的结论仍然成立。

2.替换被解释变量。不同学者对金融资产包含的项目略有不同，金融资产具有很强的流动性，鉴于房地产相较于其他项目流动性较差，因此本文借鉴李顺彬^[2]等的做法将投资性房地产科目从金融资产中剔除，加入模型中重新进行回归，结果见表5列（2），原结论仍然成立。

3.子样本回归。考虑到金融危机的影响，本文剔除部分观测值，使用2012-2022年共22253个观测值进行子样本回归，回归结果表5列（4）显示产品市场竞争优势的系数均显著为负且差异不大，说明回归结果稳健。

表5　稳健性检验回归结果

六、结论与启示

本文以我国A股制造业上市公司为研究对象，实证检验了企业产品市场竞争优势对企业金融化的影响，以及商业信用的中介效用。研究发现，制造业企业金融化主要出于投机动机，企业的产品市场竞争势力越高，企业的金融化水平越高；且商业信用在其中起到部分中介作用。此外，本文还进行了产权性质分组检验，发现产品市场竞争优势对企业金融化的影响在非国有企业中显著，在国有企业中不显著。本文的研究结论具有一定的现实意义，首先具有产品市场竞争优势的企业会出于投机动机而提升企业金融化水平，在我国金融化程度不断加深的背景下，建议各企业回归主业，将资金投资于技术创新等领域，加强自身产品的竞争优势，避免过度金融化导致实体业务空心化；其次，国家应该高度重视并解决实体企业的融资问题；尤其是非国有企业，应给予更多的支持，以促进我国制造业高质量发展，早日迎来实体经济复苏。

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[注]基金项目：重庆工商大学研究生创新型科研项目，项目名称：产品市场竞争优势与实体企业金融化——以我国制造业上市企业为例，项目编号：yjscxx2022-112-151